Documentos de trabajo

Cambio tecnológico y productividad de las empresas industriales uruguayas

Ruben Tansini Patricia Triunfo

Documento No. 12/98 Diciembre, 1998

INDICE

1. Introducción 1

2. Estructura de la industria uruguaya 2

3. Marco teórico y modelización 4

4. Datos 8

5. Resultados 12

6. Conclusiones 19

7. Referencias 20

8. Anexo 21

Resumen

En este trabajo se presentan las estimaciones de una función de costos translogarítmica en base a unmodelo de datos panel para la industria uruguaya para 541 empresas entre 1988-1994. Asimismo sepresentan las estimaciones para distintos agrupamientos, por tipo de empresa, mercado y división.Para el promedio de la muestra, el efecto neto de la escala y el cambio técnico permite observar unsesgo neutral en el uso de electricidad, ahorrador de combustible, ambiguo respecto a la mano de obray materias primas y materiales y utilizador de capital. A su vez, no se rechaza la existencia deeconomías de escala constantes. La excepción son las empresas de la división 35 (Sustancias Químicasy Productos Químicos, Derivados del Petróleo y del Carbón, de Caucho y Plástico) que presentanrendimientos crecientes a escala, y las de mayor tamaño y las no exportadoras que presentanrendimientos decrecientes.

El análisis de la elasticidad de costos respecto al tiempo permite observar que en promedio lasempresas redujeron un 5% sus costos en el período analizado, no rechazándose la hipótesis de cambiotécnico neutral. Respecto a la productividad total de factores (PTF), se observa que ésta se redujo un1.73% en el período, en tanto a nivel de agrupamientos de empresas se observa que las exportadorasson las que muestran mayor incremento de la PTF y las no exportadoras el menor. Por otra parte, laestimación de las elasticidades de sustitución permite afirmar que la mano de obra y el capital sonsustitutos, especialmente en las empresas exportadoras. Las elasticidades precio indican que el capitales fuertemente elástico, a diferencia del resto de los insumos, independientemente del tipo de empresaque se considere.

1. Se agradece especialmente a Héctor Pastori por su apoyo en la elaboración de la base de datos utilizada.

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1. Introducción1

El presente trabajo se centra en el estudio de la estructura de un conjunto de empresas industrialesdurante el período 1988-1994. A través de la estimación de una función de costos translogarítmicapara datos panel (541 empresas entre 1988-1994), se busca determinar la existencia de cambio técnicoasí como una medida de la evolución de la productividad total de factores en el período.

Dado que las empresas presentan especificidades no modelables y que la función de costostranslogarítmica es una aproximación lineal local a la función, es importante realizar las estimacionespara distintos puntos del espacio tecnológico. Por tal motivo, se realizan estimaciones para el promediode la muestra con variables binarias por división industrial, así como para distintos agrupamientos deempresas, como ser: nacionales y extranjeras, grandes y chicas, exportadoras y no exportadoras,pertenecientes a la división 32 (Textiles, Prendas de Vestir y Cuero) y a la división 35 (SustanciasQuímicas y Productos Químicos, Derivados del Petróleo y del Carbón, de Caucho y Plástico).

Por otra parte, a través de la función de costos es posible estimar las economías de escala y las distintasrespuestas a precios de los factores productivos mediante las elasticidades de sustitución parcial deAllen y de las elasticidades precio propias. El trabajo se ordena de la siguiente forma: después de presentar la estructura actual de la industriauruguaya, con el objetivo de caracterizar al sector en estudio, en la sección 3 se realiza el desarrollodel marco teórico y la modelización. En la siguiente sección se presenta el origen y las categorías delos datos utilizados. Finalmente, en la sección 5 se presentan los resultados, mientras que la sección6 contiene las conclusiones que ameritan las estimaciones.

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2. Estructura de la industria uruguaya

El sector industrial uruguayo ha experimentado algunos cambios en el período de análisis, 1988-1994,por lo cual es importante analizarlos para poder identificar la estructura industrial.

Si bien entre 1988 y 1990 no existieron grandes variaciones de los principales agregados. El personalocupado apenas varió un 0.6%, sin embargo, se aprecia un pequeño aumento en la importancia de ladivisión 31 (Productos Alimenticios, Bebidas y Tabaco) y una pérdida de participación de la división38. Asimismo, se observó un aumento en 1990 de la participación del Valor Agregado Bruto (VAB)en el Valor Bruto de Producción (VBP) debido fundamentalmente al crecimiento en la participaciónde salarios y compensaciones. Dicho aumento se dio principalmente en la división 32 (Textiles,Prendas de Vestir y Cuero). Entre 1990 y 1994 se observaron algunos cambios de importancia, como ser la reducción en un 27%del número de empresas y la caída en un 30,5% del empleo. Por su parte, las empresas que mantuvieronactividad industrial en ambos años redujeron el empleo en 6,8%. En consecuencia, la inactividad deempresas explicó el 77,7% de la reducción del empleo en éstos cuatro años.

Las empresas con actividad incrementaron significativamente el VAB promedio por empresa en elperíodo, en dólares corrientes. Su productividad casi se duplicó, mientras que las remuneracionespromedio por ocupado por empresa se incrementaron muy por debajo de ésta. En consecuencia la tasade beneficio se incrementó en 6% en el período. La propensión a exportar promedio se redujo comoconsecuencia del mayor crecimiento de las ventas al mercado interno, dado que las exportacionespromedio por empresa se expandieron en menor medida que la facturación. El principal destino de lasexportaciones de estas empresas en 1994 eran los países del Mercosur, y provenían principalmente delas divisiones 31 (Productos Alimenticios, Bebidas y Tabaco), 32 (Textiles, Prendas de Vestir y Cuero)y 35 (Sustancias Químicas y Productos Químicos, Derivados del Petróleo y del Carbón, de Caucho yPlástico).

Respecto a la inversión, dado que las empresas que cesaron su actividad no invertían, aumentó elporcentaje de empresas que lo hicieron, pasando de representar el 64,5% en 1990 al 70,9% en 1994.Básicamente las que no invierten son empresas con menos de 100 ocupados y no exportadoras. Elcoeficiente de inversión se redujo junto con un significativo incremento de la inversión por ocupado,como consecuencia del moderado crecimiento de la inversión promedio por empresa y la fuerte caídadel empleo.

La incorporación de nuevos productos en la oferta de las empresas fue importante, ya que más de lacuarta parte de las ventas totales de estas empresas correspondía a productos incorporados entre 1990y 1994, siendo mayor esta proporción entre los productos exportados.

Finalmente, es necesario señalar que en el año 1990 se produjeron acontecimientos que trasciendenal sector, como ser el comienzo de un nuevo gobierno nacional el cual realizó un ajuste fiscal, la

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existencia de una situación externa favorable y una creciente integración regional que culmina con lafirma del Tratado de Asunción en 1991 (Mercosur).

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ln(c) ' α0% αy ln(y)% 'i αi ln(pi)%12γyy ln(y)2%

12'i 'j γij ln(pi).ln(pj)% 'i γiy l

% αt T% 12γtt T 2% 'i γit ln(pi).T % γyt ln(y).T

(1)

C ' costos totalesy ' productopi ' precio de los insumos; i ' 1,...,nT ' tendencia temporal; T ' 1,...,t

'i αi' 1'i γiy' 0'i γij' 'j γij' 0'i γit' 0

(2)

γij' γji (3)

3. Marco teórico y Modelización

Los modelos que consideran funciones de producción permiten, haciendo uso del concepto dedualidad, modelizar la tecnología en base a la función de costos, bajo el supuesto de que los agentesactúan minimizándolos en situación de precios exógenos (Berndt, 1977). En este caso se supone quela modelización es de largo plazo, por lo que se asume que existe un ajuste instantáneo de los insumosa las variaciones en los precios relativos.

Al igual que en trabajos previos se opta por la especificación translogarítmica dado que no imponerestricciones de homoteticidad ni de cambio técnico neutral, lo cual permite ser testeadoestadísticamente (Rossi y Tansini, 1988, Rossi y Tansini, 1989, Tansini y Zejan, 1990). Sin embargo,es necesario imponer homogeneidad de grado uno en precios para que la función tenga elcomportamiento tradicional (Diewert, 1974). Para poder extraer información sobre la existencia decambio tecnológico, se incluye una variable de tendencia temporal que capture las variaciones noexplicadas, por lo que la especificación de la función de costos translogarítmica es la siguiente:

Para que las condiciones de homogeneidad se satisfagan se supone que:

Además, se imponen las restricciones de simetría:

Dado que la función de costos translogarítmica es una aproximación Taylor local de segundo orden,sus propiedades no se pueden extender a todo el recorrido de la variable, por lo que no son globales.

A su vez, es necesario someter a prueba la monotonicidad, concavidad respecto al precio de losinsumos y homoteticidad de la función estimada. En el primer caso, es condición suficiente que loscostos parciales estimados sean estrictamente positivos. Por su parte, es condición necesaria de laconcavidad que las elasticidades de sustitución propias sean negativas y que los factores productivos

2. Ambos métodos coinciden cuando las restricciones de simetría no son impuestas.

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Mln(C)/Mln(pi) ' Si ' αi% 'j γij ln(pj)% γiy ln(y)% γit T con i'1,...,n (4)

no sean todos complementarios (σij<0). Por último, la homoteticidad, esto es, que la tasa marginal desustitución en la producción sea independiente de los efectos de escala dependiendo sólo de los preciosrelativos, es probada si no se rechaza la hipótesis nula de γiy igual a cero. Si la función no eshomotética, la relación entre costos, producto y precios de los insumos no puede ser caracterizadaglobalmente, y por tanto, las participaciones de los insumos en el costo dependerán del nivel deproducción.

Por su parte, la incorporación de la variable de tendencia temporal, permite probar la existencia desesgo en la utilización de los factores, o de lo contrario la existencia de cambio técnico neutral a laHicks (γit =0).

Partiendo de la función de costos translogarítmica a través del lema de Shepard, es posible derivar unsistema de ecuaciones de participación en costos de los distintos insumos -a partir del supuesto de quelos precios de los factores son determinados exógenamente- diferenciando respecto al precio de losfactores:

donde Si es la participación en costos del insumo i. El sistema formado por la ecuación de costos y las(n-1) ecuaciones de participación no incrementa el número de parámetros a estimar, aunque síintroduce restricciones entre los coeficientes de las distintas ecuaciones. La homogeneidad lineal enel precio de los factores implica que las ecuaciones de participación parcial en costos suman la unidad.Por tanto, para evitar la sobre identificación del sistema una de las ecuaciones debe ser eliminada,siendo invariantes los resultados de la estimación a la ecuación que se elimine (Barten, 1969). Laincorporación de nueva información origina que la estimación conjunta del sistema resulte máseficiente que la estimación de cada ecuación por separado. Esto determina la necesidad de utilizar unmétodo de estimación alternativo a mínimos cuadrados ordinarios, como es Máxima Verosimilitud coninformación completa (Kmenta y Gilbert, 1968) que, a su vez, es equivalente al método SUR(Seemingly Unrelated Equations, Zellner, 1962)2.

Para que el modelo sea operativo, primero se deben imponer las restricciones de homogeneidad ysimetría, y evitar el problema de la sobre identificación del sistema. Esto se logra normalizando porel precio enésimo y descartando la enésima ecuación de participación (Greene,1990). Por otra parte,dado que se toman precios únicos para la muestra industrial y dada la heterogeneidad existente entrelas mismas se incluyen variables binarias que dan cuenta de la división a la que pertenece la firma,siendo éstas interactivas con los precios y el producto. Por último, se agrega un componente estocástico a cada ecuación,asumiéndose que son independientes e idénticamente distribuidos multinormal, con vector de mediacero y matriz de varianzas y covarianzas no singulares. La especificación estocástica considera la

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ln(c) ' α0% αy ln(y)% 'i αi ln(pi/pMM)% 12γyy ln(y)2%

12'i 'j γij ln(pi/pMM).ln(pj/pMM)% 'i γiy ln(y).ln(pi/pMM)%

% αt T% 12γtt T 2% 'i γit ln(pi/pMM).T % γyt ln(y).T % 'f βf Df % 'i 'f βfi Df .(lnpi/pMM) % 'f βfy Df. ln(y)

SK ' αK% γKK ln (pK/pMM)% γKL ln (pL/pMM)% γKE ln (pE/pMM)% γKC ln (pC/pMM)% γKy ln (y)% γKt T% 'f βfi Df % uKSL ' αL% γKL ln (pK/pMM)% γLL ln (pL/pMM)% γLE ln (pE/pMM)% γLC ln (pC/pMM)% γLy ln (y)% γLt T% 'f βfi Df % uLSE ' αE% γKE ln (pK/pMM)% γLE ln (pL/pMM)% γEE ln (pE/pMM)% γEC ln (pC/pMM)% γEy ln (y)% γEt T% 'f βfi Df % uESC ' αC% γKC ln (pK/pMM)% γLC ln (pL/pMM)% γKE ln (pE/pMM)% γCC ln (pC/pMM)% γKy ln (y)% γKt T% 'f βfi Df % uC

(5)

.c ' costos totalesy ' productopi ' precio de los insumos; E(electricidad), C(combustible), L(trabajo), K(capital), MM(Materias primas y materiales)T ' tendencia temporal; T ' 1,...,7D ' variables binarias D ' 1,...,9

δij ' 1 %γij

Si Sj(6)

ηii ' δii.Si (7)

Var(δij) -'Var(γij)

S 2i S 2

j

con i…j

Var(ηii) -Var(γii)

S 2i

(8)

posibilidad de que la empresa cometa errores al minimizar costos. Por tanto, el modelo a estimar setransforma en:

A partir de este modelo de largo plazo, es posible obtener las elasticidades parciales de sustitución, laselasticidades precios y las cruzadas de los insumos (Rossi y Tansini, 1989).

Las elasticidades de sustitución parciales de Allen se calculan de la siguiente forma:

es la participación estimada promedio del factor i en los factores variables. Por tanto, las elasticidadesS

podrían variar cada año dependiendo del desarrollo de la participación en los costos.

Por su parte, las elasticidades de la demanda en precio están dadas por:

Para estimar las varianzas asintóticas de las elasticidades se utiliza la siguiente aproximación:

Al no tomar en cuenta la naturaleza estocástica de la participación en costos, se puede subestimar laestimación de dichas varianzas (Moroney y Toevs, 1977).

El efecto de escala puede ser determinado a través de la elasticidad de costos con respecto al producto:

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εcy ' αy % γyy ln(y)% 'i γiy ln(pi)% γyt T% 'f βfy ln(y) (9)

εct ' & (αt % γtt T% 'i γit ln(pi)% γyt ln(y)) (10)

PTF ' (1& εcy)á % εct (11)

Si εcy es menor (mayor) que uno entonces el incremento de los costos es proporcionalmente menor (mayor)al incremento del producto, indicando economías de escala (deseconomías de escala).

A su vez, el progreso técnico se calcula a través de la elasticidad de costos respecto al tiempo:

El signo negativo se debe a que una reducción en los costos implicará un impacto positivo desde el puntode vista del cambio técnico. La Productividad Total de Factores (PTF) puede ser expresada como (Nelson, 1990):

donde á es la tasa de crecimiento del producto en el período. En ésta expresión, en el caso de presentarrendimientos constantes a escala la medida del crecimiento de la PTF se debe enteramente al cambiotécnico.

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4. Datos

En base a la Encuesta Anual Industrial (EAI) del Instituto Nacional de Estadística (INE) se seleccionaron541 empresas, las cuales tuvieron actividad durante el período 1988-1994 y a su vez presentabaninformación para todo el período. Las mismas corresponden aproximadamente al 69% del personal ocupadode la muestra de la EAI de 1988 y al 78% del VAB. Para dichas empresas se observa que el empleo cayóaproximadamente un 23% y el VAB se incrementó un 87%, medido en valores reales.

Para la estimación de largo plazo las variables, en dólares corrientes, que definen las distintasparticipaciones en costos son las siguientes:

Costos Totales: CT= gasto en combustible+ remuneraciones corrientes + aportes partonales +gasto en electricidad + consumo de materias primas y materiales + depreciacióndel capital

Participación de lamano de obra: SL = (remuneraciones corrientes + aportes patronales) / CT

Participación del capital: SK = depreciación /CT

Participación de la electricidad: SE = gasto en electricidad / CT

Participación de materiasprimas y materiales: SMM = consumo de materias primas y materiales/ CT

Participación delcombustible: SC = gasto en combustible/ CT

Los costos totales en dólares corrientes se incrementaron un 40% en el período analizado.

Si se observa la evolución de la participación en los costos de los distintos factores para el promedio de lamuestra (ver gráfico 1), se destaca el aumento de la participación de la mano de obra en un 32% , así comola reducción de la participación de materiales y materias primas en 17%.

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0

0.2

0.4

0.6

0.8

1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994

sk sl sm sc se

Gráfico 1: Participación en los costos de los factores, promedio de la muestra.

El aumento de la participación de la mano de obra hay que analizarla conjuntamente con la reducción delempleo promedio en un 23% y con el aumento de su precio de la mano de obra en 146%.

A su vez, tanto el capital como la electricidad y el combustible representan un porcentaje mucho menor delos costos totales y no han presentado grandes variaciones en el período analizado.Sin embargo, si se analiza dicha evolución para distintos tipos de empresas se encuentran diferencias. Elcuadro 1 presenta en particular la evolución de la participación de la mano de obra, para la cual se observanmás diferencias, para los siguientes agrupamientos: según el tamaño, chicas (menos de 100 ocupados) ygrandes; según la propiedad del capital, nacionales (más del 20% de capital extranjero) y extranjeras; segúnel destino de las ventas, exportadoras y no exportadoras; o la división a la que pertenecen.

3. Para formar este precio, el gasto de los distintos combustibles declarados en las unidades respectivas fuellevado a toneladas equivalentes de petróleo, a través de las equivalencias del Balance Energético Nacional.

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Cuadro 1: Evolución de la participación de la mano de obra, por tipo de empresa (1988=100)

Año División 32 División 35 Nacionales Extranjeras No Exportadora Chicas Grandes

1988 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00

1989 107.58 103.13 102.87 99.79 103.26 101.22 102.23 103.25 1990 111.06 102.59 105.42 103.48 104.18 106.56 104.67 105.70

1991 123.53 116.47 116.13 113.37 114.51 117.33 114.50 117.65

1992 132.06 128.17 122.05 122.04 120.20 126.08 120.04 127.12

1993 141.22 136.09 130.40 132.40 126.80 138.23 127.90 137.08

1994 137.55 139.70 132.14 129.30 129.82 135.80 129.41 137.36

Las empresas que más han aumentado la participación de la mano de obra en el período son laspertenecientes a la división 35, 32, las grandes y las exportadoras. Por su parte la división 35, que es la quemás la ha aumentado, redujo el nivel de empleo en un 15%, mientras en la división 32 se observa la mayorreducción en el empleo en el torno del 32%.

Respecto a los precios, a partir de un precio promedio de la muestra seleccionada se construye un índicede precios en dólares con base 1990:

Precio mano de obra: PL= (remuneraciones corrientes + aportes patronales) / Personal ocupado

Precio capital: PK= índice de precio del capital (Fuente: Elaboración del Departamento deEconomía, Área Econometría)

La definición del capital incluye: edificios y construcciones, maquinarias y equipos, vehículos y equiposde transporte, muebles y enseres, herramientas y otros. El índice de precio de bienes de capital surge de laponderación de un índice de precios de maquinarias y equipos importados, de un índice de preciosmayoristas de la división 38 (Productos Metálicos, Maquinaria y Equipo) y del índice de costo de laconstrucción.

Precio electricidad: PE= gasto en electricidad / kwh consumidos

Precio materias primasy materiales: PMM= Indice materias primas y materiales (Fuente: Banco de Datos de Economía

e Historia Económica)

Precio combustibles:3 PC= gasto en combustible/ toneladas equivalente de petróleo

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50

100

150

200

250

1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994

PK PE PC PL PMM

Gráfico2: Evolución de los precios de los factores, 1988=100.

Por lo tanto, la mano de obra es el factor que presenta un mayor aumento en el período (146%). Respecto al producto, para tomar una aproximación de cantidad se opta por tomar el VBP deflactado porel índice de precios mayoristas nacionales.

4. Las estimaciones y pruebas correspondientes se han realizado en SAS. Los principales parámetros estimadospara el promedio de la muestra, para la división 32 y 35 se encuentran en el anexo, el resto está a disposiciónde quien lo solicite.

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5. Resultados4

Como se mencionó anteriormente la muestra está formada por distintas empresas que tienen especificidadesno modelables, por lo cual se opta por incluir una variable binaria por división industrial, lo cual actúacomo efectos fijos a nivel de división en la metodología de datos panel. Para evaluar la pertinencia de dichainclusión se utilizó el estadístico de Wald, no rechazando la hipótesis de que sus coeficientes sean distintosde cero (Wald 1360,85), por ello se incluye en el modelo dichas variables binarias.

A pesar de que el ajuste de la ecuación de costos es alta no es un buen indicador dado que se estimóincluyendo restricciones. El análisis de los coeficientes, que se encuentran en el apéndice 1, permite verque en particular los coeficientes que dan cuenta de la escala de producción son altamente significativos.

Las estimaciones se realizaron para el promedio de la muestra y para algunos agrupamientos de empresas,como ser: división 32 y 35; para empresas chicas (menos de 100 ocupados) y grandes; nacionales (menosdel 10% de capital extranjero en la propiedad) y extranjeras; exportadoras y no exportadoras. Al tomar lasempresas agrupadas por tamaño, propiedad, o destino de las ventas, se observan cambios significativos enlos distintos años. Para poder estimar con datos panel se tomó el año 1990 como base. Ello se debe a quepara algunas categorías sólo se tiene información para los años 1990 y 1994 porque surge de la Encuestade Dinamismo realizada en esos años (Departamento de Economía). Por otra parte, las estimaciones pordivisión se realizaron para comparar los resultados con trabajos previos (Rossi y Tansini, 1988, Rossi yTansini, 1989, Tansini y Zejan, 1990). Mediante el test de Chow se encuentra que efectivamente existencambios en los coeficientes según el tipo de empresa, dado que como se ve en la tabla la probabilidad deque sea cierta la hipótesis nula es cero.

Cuadro 2: Test de Chow para distintos tipos de empresas

F Prob.

Chicas/Grandes (N=2471) 2.23 0.00

No exportadoras/Exportadoras (N=2331) 2.60 0.00

Nacionales/Extranjeras (N=3304) 2.96 0.00

A continuación se presentan los resultados de las principales características de la función que fueronsometidas a prueba.

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Cuadro 3: Evaluación del sistema

Tipo de empresa Homoteticidad (αy = 0)

Cobb Douglas

Estadísticode Wald

Prob. Estadísticode Wald

Prob.

Promedio 270.50 0.00 1868.85 0.00División 32 142.77 0.00 218.89 0.00División 35 22.25 0.00 111.60 0.00

Chicas 124.72 0.00 1112.05 0.00Grandes 385.00 0.00 1389.08 0.00

Nacionales 286.66 0.00 1678.03 0.00Extranjeras 40.93 0.00 449.19 0.00

No Exportadoras 96.13 0.00 1152.33 0.00Exportadoras 189.04 0.00 1189.56 0.00

Se realizan pruebas respecto a la homoteticidad y sobre la pertinencia de la modelización de la tecnologíamediante la formulación trasnlogarítmica contrastándola con la Cobb-Douglas. Las pruebas se realizan anivel del conjunto d ela muestra y para las categorías señaladas. De acuerdo a lo que se observa en el cuadro3 se rechaza la hipótesis de homoteticidad. Esto implica que la relación entre costos, producto y precios delos insumos no puede ser caracterizada globalmente.

Como alternativa al uso de una forma funcional flexible como aproximación de la función de costos seplantea una tecnología Cobb-Douglas. La prueba de hipótesis correspondiente, que impone el valor ceroa los coeficientes de segundo orden, es rechazada en todos los casos, lo que implica que las elasticidadesde sustitución no son unitarias.

Por su parte, la estimación de las elasticidades de sustitución, que se presentan en el cuadro4, permiteanalizar las posibilidades de sustitución de los insumos ante variaciones de los precios relativos.

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Cuadro 4: Elasticidades de sustitución por tipo de empresa

Tipo de empresa KL KE KC EL EC CL ML MK ME MCPromedio 1.798 6.878 -4.169 -0.255 3.928 -1.228 0.931 0.293 0.655 1.500

(1.52) (1.34) (-0.84) (-0.16) (0.49) (-0.76) (2.86) (0.38) (0.37) (1.19)División 32 0.908 1.812 0.158 0.467 -4.733 -1.254 1.352 1.960 0.549 1.163

(0.36) (0.17) (0.01) (0.15) (-0.23) (-0.32) (1.91) (1.22) (0.23) (0.71)División 35 0.170 16.491 8.292 -4.068 -19.182 -2.214 0.822 0.571 4.076 2.487

(0.07) (1.15) (0.57) (-1.11) (-0.71) (-0.58) (1.18) (0.33) (1.17 ) (0.79)Chicas 1.045 5.737 5.021 0.834 3.355 -0.126 0.779 0.708 0.094 0.700

(0.69) (0.91) (0.82) (0.48) (0.38) (-0.07) (1.68) (0.69) (0.07) (0.45)Grandes 2.636 7.420 7.051 -2.071 5.374 -3.710 1.227 -0.117 1.485 3.040

(1.50) (0.94) (0.88) (-0.77) (0.36) (-1.30) (2.68) (-0.11) (0.79) (0.15)Nacionales 1.574 7.507 9.038 -0.521 0.113 -0.607 0.930 0.378 0.758 1.168

(1.18) (1.28) (1.70) (-0.30) (0.00) (-0.35) (2.66) (0.459 (0.548) (0.87)Extranjeras 2.475 -1.664 10.603 2.043 22.335 -6.416 0.970 0.125 -0.488 4.501

(0.99) (-0.18) (0.79) (0.65) (1.05) (-1.31) (1.22) (0.07) (-0.19) (1.07)No Exportadoras 0.641 7.830 5.014 0.058 3.342 -0.794 0.848 1.064 0.688 1.461

(0.42) (1.23) (0.78) (0.03) (0.42) (-0.41) (1.99) (1.02) (0.50) (0.89)Exportadoras 3.465 4.638 9.851 -0.350 2.900 -2.321 1.083 -0.699 0.470 1.614

(2.01) (0.62) (1.34) (-0.13) (0.21) (-0.85) (2.24) (-0.68) (0.25) (0.85)Nota: Entre paréntesis valor t.

Tomando únicamente aquellas que son significativas a nivel de toda la muestra, es posible afirmar que elcapital y la mano de obra son sustitutos (σKL >0), al igual que capital y electricidad (σKE >0), materiales ymaterias primas y mano de obra (σML >0). No se evidencian diferencias cuando se realizan las estimacionespor tipo de empresa, aunque sí en los niveles de significación. La excepción a ello es que se observandiferencias de signo al analizar la elasticidad de sustitución entre el capital y los combustibles, aunque sóloes significativamente positiva en el caso de las empresas nacionales y exportadoras.

Para el promedio de la muestra, la sustitución entre la mano de obra y el capital explicaría el incrementode la participación del capital (KY>0) y la reducción de la mano de obra (LY<0).

En cuanto a las elasticidades precio propias, los resultados obtenidos fueron los siguientes:

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Cuadro 5: Elasticidades precio propias por tipo de empresa

Tipo de empresa KK LL EE CC MMPromedio -1.116 -0.548 -0.646 -0.711 -0.405

(-5.82) (-3.15) (-2.41) (-0.71) (-2.89)División 32 -1.448 -0.765 -0.469 -0.865 -0.646

(-3.52) (-2.01) (-0.80) (-1.69) (-2.13)División 35 -0.916 -0.299 -0.906 -0.241 -0.488

(-2.25) (-0.86) (-0.93) (-0.42) (-1.46)Chicas -1.037 -0.471 -0.675 -0.633 -0.346

(-4.21) (-2.13) (-2.07) (-2.15) (-1.87)Grandes -1.160 -0.690 -0.620 -0.907 -0.511

(-4.12) (-2.72) (-1.16) (-2.10) (-2.62)Nacionales -1.086 -0.544 -0.537 -0.644 -0.402

(-5.08) (-2.84) (-1.63) (-2.46) (-2.55)Extranjeras -1.202 -0.559 -0.865 -0.896 -0.459

(-2.59) (-1.32) (-1.50) (-1.13) (-1.31)No Exportadoras -1.095 -0.455 -0.777 -0.732 -0.419

(-4.36) (-2.05) (-2.36) (-2.31) (-2.22)Exportadoras -1.099 -0.722 -0.433 -0.674 -0.380

(-3.99) (-2.72) (-0.86) (-1.75) (-1.79)Nota: Entre paréntesis valor t.

En todos los casos las elasticidades son altamente significativas y no se observan grandes cambios entrelos distintos tipos de empresas.

La elasticidad precio de la demanda de bienes de capital resulta significativa y elástica en la mayoría delos casos, salvo para la división 35 en donde se muestra inelástica. El resto de las demandas son inelásticasy en particular los materiales y materias primas presentan el menor nivel de valor absoluto. A su vez,respecto a la demanda de mano de obra, la mayor sensibilidad al precio se observa en las empresasexportadoras, aunque se mantiene inelástica; y la menor respuesta al precio se observa en las empresaschicas, las nacionales y las no exportadoras. Es de notar que la reducción en el empleo que se señalópreviamente en el sector industrial, se verifica principalmente en éste tipo de empresas, lo que podría estarseñalando que existe una capacidad de sustitución decreciente en tanto se reduce la utilización de ese factor.Es decir, probablemente la reducción operada impone restricciones a continuar con su sustitución oreducción, aún con precios relativos favorables a ello, en particular en un contexto de incremento de laproducción.

En base a la elasticidad precio de la mano de obra, es posible afirmar que el ajuste en el empleo del sectorindustrial hubiera sido mayor si no hubiera existido esta tecnología. Es decir, a pesar del incremento delprecio de la mano de obra en un 146% se verifica un aumento de su participación a una tasa menor, debidoal ajuste realizado por cantidad. Al final de período se encuentra un mayor valor de costo promedio de la

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mano de obra pero con un menor nivel de empleo.

A su vez, es importante señalar que el signo negativo de las elasticidades precio propias junto con lacomprobación de que no todos los factores son complementarios, evidencia que la función es cóncava.

En cuanto a los rendimientos a escala, los resultados se presentan en el siguiente cuadro junto con la pruebade hipótesis de rendimientos constantes a escala.

Cuadro 6: Economías de escala por tipo de empresa

Tipo de empresa εcy

εcy = 1Estadístico de

WaldProb.

Promedio 1.31 3.71 0.05División 32 1.00 0.00 0.97División 35 0.97 16.49 0.00

Chicas 1.35 3.45 0.06Grandes 1.20 4.45 0.03

Nacionales 0.79 1.42 0.23Extranjeras 0.95 0.04 0.85

No Exportadoras 1.51 7.36 0.00Exportadoras 0.85 0.12 0.73

Para el promedio de la muestra, al 95% de confianza no es posible rechazar la existencia de rendimientosconstantes a escala. Lo mismo sucede para las empresas de la división 32, las chicas, las exportadoras, lasextranjeras y las nacionales. Sin embargo, para las empresas de la división 35 no se rechaza la presenciade rendimientos crecientes a escala. A su vez, para las empresas grandes y no exportadoras no es posiblerechazar las deseconomías de escala. Es de recordar que la situación de economías de escala constantesestaría indicando que las empresas se ubican en el punto económico óptimo, en el sentido que lasvariaciones en la utilización de insumos generarán un cambio similar en el producto.

El análisis de la elasticidad de costos respecto al tiempo permite observar que en promedio las empresasredujeron un 5% sus costos durante el período analizado (ver cuadro 7). A su vez, las empresas extranjerasy las de la división 35 son las que presentan una mayor reducción en ese sentido.

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Cuadro 7: Cambio técnico y PTF por tipo de empresa, en porcentaje

Tipo de empresa εct PTF á

Promedio 5.00 -1.73 21.59División 32 3.00 2.99 -12.16División 35 6.02 7.00 28.53

Chicas 5.27 -2.45 22.15Grandes 4.45 0.12 21.49

Nacionales 4.91 8.14 15.74Extranjeras 6.18 8.01 35.10

No Exportadoras 5.24 -19.34 48.17Exportadoras 4.31 9.96 36.75

En el cuadro 8 se analiza el tipo de cambio técnico tanto para el promedio de la muestra como para losdistintos agrupamientos de empresas.

Cuadro 8: Cambio técnico por tipo de empresa

Tipo de empresa αt = γtt = 0 γit = 0 γyt = 0Estadístico

de WaldProb. Estadístico

de WaldProb. Estadístico

de WaldProb.

Promedio 24.20 0.00 6.52 0.16 2.55 0.11División 32 11.37 0.00 2.99 0.56 4.51 0.03División 35 0.07 0.97 2.76 0.60 1.42 0.23

Chicas 10.62 0.00 2.00 0.74 0.82 0.37Grandes 5.59 0.06 7.46 0.11 0.09 0.77

Nacionales 32.52 0.00 4.87 0.30 7.45 0.00Extranjeras 0.99 0.61 2.09 0.72 0.06 0.81

No Exportadoras 12.17 0.00 2.44 0.65 1.48 0.22Exportadoras 8.06 0.02 5.92 0.20 0.16 0.69

En general se acuerdo al cuadro anterior se acepta la hipótesis de un cambio técnico neutral, esto es,asociado con el ahorro de insumos en proporciones constantes. Por otra parte, para las empresaspertenecientes a la división 32 y para las nacionales se detecta que aumentan los costos medios con la escalade producción.

Sin embargo, el análisis de los coeficientes para el promedio de la muestra permite observar que el cambiotécnico se presenta como utilizador de mano de obra (LT=0.015, significativo al 95%) y, a su vez, eldesarrollo del nivel de producción es ahorrador de mano de obra (LY=-0.025, significativo al 99.5%). Porlo tanto, analizando el efecto neto de la escala y el cambio técnico se presenta ambiguo para la mano deobra y materiales y materias primas, con un sesgo neutral en el uso de electricidad, ahorrador de

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combustibles y utilizador de capital. Tomando las estimaciones por división industrial, tanto en la división32 como en la 35 se mantiene lo encontrado para combustibles, electricidad y materiales y materias primas,a nivel agregado. Sin embargo, en ambas divisiones se evidencia que el cambio técnico es ahorrador demano de obra y neutral en el uso del capital.

Respecto al PTF, un resultado llamativo es el encontrado en las estimaciones de las empresas según eldestino de sus ventas. Las empresas exportadoras son las que presentan un mayor aumento de la PTF,mientras que en las no exportadoras fue negativo (-19.34), lo que está ligado a las deseconomías de escalaque presenta éste grupo de empresas ya que tuvieron el mayor crecimiento del producto y una reducciónde costos similar a los otros agrupamientos.

Estos resultados no son estrictamente comparables con trabajos previos, por la definición de insumosutilizada y por no imponerse homoteticidad (Rossi y Tansini, 1988). Sin embargo, es útil recordar loobtenido entonces. Para la división 32, el efecto neto no resultaba claro para la mano de obra y laelectricidad, en tanto era utilizador de capital y ahorrador de materias primas. Los resultados para ladivisión 35 eran los siguientes: utilizador de materias primas, ahorrador de electricidad y mano de obra,neutral respecto a combustibles y ambiguo en cuanto a la utilización de capital. Por lo tanto, en particulares de destacar el sesgo ahorrador en mano de obra que se encuentra en este trabajo para las divisiones 32y 35 a diferencia del citado, así como la tendencia neutral en cuanto a la utilización de capital.

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6. Conclusiones

Las empresas industriales estudiadas se presentan como heterogéneas dado que son altamente significativaslas variables binarias incluidas por división industrial. Dicha diferenciación se debe en parte acaracterísticas de tamaño, de origen de la propiedad, del destino de las ventas, dado que las pruebasrealizadas indican la pertinencia de realizar distintas estimaciones para éstos agrupamientos.

Los resultados permiten afirmar que en promedio las empresas operan en la escala óptima. Las excepcionesencontradas son las empresas pertenecientes a la división 35 que presentan rendimientos crecientes a escala,y las empresas grandes y las no exportadoras que muestran deseconomías de escala.

Asimismo, señalan que para el total de la muestra hubo una reducción de costos en el período analizado,siendo aún más relevante en las empresas de la división 35 y en las extranjeras. A su vez, en ningún casose rechaza que el cambio técnico sea neutral a la Hicks. El efecto neto de la escala y el cambio técnicopresenta un sesgo neutral en el uso de electricidad, ahorrador de combustible, ambiguo para la mano de obray materiales y materias primas y utilizador de capital para el conjunto de la muestra. Por su parte, lasestimaciones por división industrial, tanto en la 32 como en la 35 el efecto neto de la escala y el cambiotécnico es ahorrador de mano de obra y de combustible, en tanto es neutral en los otros casos.

Por otra parte, se observa una reducción de un 23% en el empleo durante el período analizado junto conun aumento de un 146% en el precio de la mano de obra, lo cual es coherente con la rigidez encontrada enla elasticidad precio propia. A su vez, en la mayoría de los agrupamientos de empresas se evidencia unatendencia ahorradora de mano de obra y la existencia de alta sustitución entre éste factor y el capital. Porlo tanto, los procesos se podrían tornar intensivos en capital, lo cual es reafirmado con la característica deser utilizador de capital para el promedio de la muestra. En particular, aquel tipo de empresa que no seencuentra en la escala óptima, como por ejemplo las grandes y las no exportadoras, al expandir laproducción, por la elasticidad de sustitución mayor a cero entre el capital y el trabajo, tenderían a unaumento de la demanda de capital y a una reducción de mano de obra. Lo anterior sería reforzado por elsigno negativo de la relación entre producto y mano de obra (LY<0). Por último, los materiales y lasmaterias primas se presentan como los más inflexibles a las variaciones del precio. Pero es de notar, queéste último resultado no es independiente de las características de las empresas, por ejemplo, laspertenecientes a la división 32 son más sensibles frente a la variación en precios que aquellas pertenecientesa la 35, así como las grandes lo son en comparación con las de menor tamaño.

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7. Referencias

Berndt, E. (1977). “Reconciling alternative estimates of the elasticity of substitution”, Review ofEconomics and Statistics.

Greene, W.H. (1990). Econometric Analysis, MacMillan, New York.

Moroney, J.R. & Toeves, A. (1977). “Factor costs and factor use: an analysis of labour, capital, and naturalresource inputs”, Southern Economic Journal.

Nelson, R. (1990). “Productivity growth, scale economics and the Schumpeterian hypothesis, SouthernEconomic Journal, vol 57, nº2. Rossi, M. & Tansini, R. (1988). “Sesgo tecnológico y demanda factorial en las ramas textil-cuero yquímica”, Uruguay 89, Instituto de Economía de la Universidad de la República del Uruguay.

Rossi, M. & Tansini, R. (1989). “Progreso técnico, elasticidad de sustitución y elasticidad precio de lademanda de factores de producción en la industria del Uruguay, 1976-1986", Revista de Economía 4(1). Tansini, R. & Zejan, M. (1990). “Una modelización del sector manufacturero con factores cuasi fijos”,Suma 5(8).

Zellner, A. (1962). “An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and test foraggregation bias”, Journal of America Statistical Association, nº 58.

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8. Anexo

Cuadro 1: Principales parámetros estimados para la función promedio, la división 32 y la 35

Promedio División 32 División 35Parámetro Valor t Parámetro t Parámetro t

a -5.3101 -15.27 -4.9302 -7.46 -3.9581 -4.89 y 1.0721 26.56 1.0026 11.21 0.8463 7.72 yy -0.0096 -3.52 -0.00015 -0.24 0.0095 1.26 t -0.0540 -2.46 -0.1413 -2.74 0.0087 0.15 tt -0.0070 -2.55 -0.0027 -0.46 -0.0017 -0.26 yt 0.0021 1.60 0.0067 2.12 -0.0043 -1.19 e 0.0176 2.82 0.0282 2.30 -0.0016 -0.07 el -0.0103 -0.81 -0.0044 -0.17 -0.0532 -1.38 ee 0.0074 1.13 0.0114 0.87 0.0180 0.07 ec 0.0015 0.36 -0.0023 -0.028 -0.0072 -0.75 ek 0.0056 1.14 0.0008 0.08 0.0158 1.08 ey -0.0002 -0.87 -0.0007 -1.21 0.0008 0.68 et 0.0018 1.32 0.0017 0.59 0.0057 1.29 c 0.0321 4.41 0.0412 3.39 0.0247 2.55 cl -0.0190 -1.39 -0.0147 -0.57 -0.0171 -0.84 cc 0.0061 1.07 0.0021 0.21 0.0101 1.3 ck 0.0051 1.04 -0.0006 -0.07 0.0039 0.51 cy -0.0015 -4.20 -0.0017 -2.71 -0.0009 -1.98 ct 0.0019 1.27 0.0011 0.39 0.0017 0.79 l 0.7271 20.95 0.9353 13.25 0.5734 7.04 ll 0.0308 0.48 -0.0505 -0.36 0.1206 0.87 lk 0.0126 0.67 -0.0015 -0.04 -0.0127 -0.36 ly -0.0257 -14.91 -0.0459 -11.79 -0.0175 -3.69 lt 0.0152 2.14 0.0253 1.60 0.0122 0.77 k 0.0257 2.65 0.0505 2.53 0.0313 1.72 kk -0.0068 -0.83 -0.0216 -1.19 0.0017 0.11 ky 0.0017 3.77 0.0001 0.12 0.001 1.03 kt -0.0025 -1.22 -0.0012 -0.28 -0.0005 -0.15 m 0.1975 5.10 -0.0553 -0.71 0.3721 4.05

mm 0.0281 0.37 -0.1040 -0.63 -0.0069 -0.04mk -0.0165 -0.93 0.0230 0.60 -0.0087 -0.25mc 0.0063 0.40 0.0156 0.54 0.0104 0.47my 0.0257 12.96 0.0480 10.71 0.0167 3.07mt -0.0165 -2.27 -0.0268 -1.68 -0.0189 -1.13

Nota: Productoy Precios: e (electricidad), l (trabajo), c (combustible), k (capital), m (materias primas y materiales).Tendencia temporal t = 1, ...,7